中國貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)分析

摘 要:貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制對不同行業(yè)的影響是否存在差異，即貨幣政策是否存在行業(yè)效應(yīng)，是關(guān)系到中央銀行能否運(yùn)用貨幣政策有效調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的重要問題。利用向量自回歸和脈沖響應(yīng)函數(shù)證實(shí)了貨幣政策對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)及其內(nèi)部次級行業(yè)存在著明顯的行業(yè)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞:貨幣政策;行業(yè)效應(yīng);三層次VAR;沖擊響應(yīng)函數(shù)

中圖分類號:F2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)08-0017-02

1 引言

通常而言，貨幣政策以總量調(diào)節(jié)為目標(biāo)，難以對經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)的結(jié)構(gòu)性失衡加以調(diào)控。在我國，一方面經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在顯著的行業(yè)的不平衡發(fā)展，另一方面貨幣政策也已成為我國宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主要手段。因此，必須關(guān)注貨幣政策對不同行業(yè)的影響，否則以整體穩(wěn)定為目標(biāo)的貨幣政策反而會引起那些對貨幣政策反映強(qiáng)烈部門的過度波動。

從而，對貨幣政策進(jìn)行行業(yè)效應(yīng)研究，具有深厚的現(xiàn)實(shí)意義。Bernanke 和Gertler (1995) 最早運(yùn)用離散數(shù)據(jù)對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對一國最終支出的各個(gè)組成部分具有不同的影響。Farès 和Srour (2001) 運(yùn)用加拿大的數(shù)據(jù)則證實(shí)了貨幣政策存在地區(qū)效應(yīng)。王劍和劉玄(2005)建立了四個(gè)層次的VAR 模型考察貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)，結(jié)果顯示貨幣政策沖擊對行業(yè)經(jīng)濟(jì)影響的程度存在較大差異。閆紅波和王國林(2008)發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策對制造業(yè)中各行業(yè)存在非對稱性，提出并檢驗(yàn)了這種產(chǎn)業(yè)非對稱性的原因。

貨幣政策主要通過利率渠道、匯率渠道、信貸渠道對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。本文主要從利率渠道的層面出發(fā)，考慮國貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)。應(yīng)用向量自回歸(VAR)模型對行業(yè)層面的貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行詳細(xì)的計(jì)量研究，利用系統(tǒng)的沖擊響應(yīng)函( Impulse Response Function)測度貨幣政策沖擊對行業(yè)經(jīng)濟(jì)活動的影響。

2 模型設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)計(jì)

借鑒canzoeri(2001)和Francis et al.(2005)等的經(jīng)驗(yàn)分析方法，利用VAR(向量自回歸)模型檢驗(yàn)中脈沖響應(yīng)函數(shù)對沖擊的外生性假定，研究我國貨幣政策對不同行業(yè)的影響。為了比較、分析貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)，建立三個(gè)層面的VAR模型，分別為VARⅠ (作為比較基準(zhǔn)的加總VAR，包括第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)) 、VARⅡ (二次產(chǎn)業(yè)的VAR) 、VARⅢ (第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的VAR) 和VARⅣ (第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的VAR) 。在各個(gè)VAR 系統(tǒng)中，納入該層面的所有行業(yè)。由于本文主要討論第二和第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的情況，從而不包括第一產(chǎn)業(yè)。行業(yè)的統(tǒng)計(jì)分類如圖1所示.

結(jié)合上述分析，我們建立如下VAR 模型:

yi，t=∑kp=1Aiyt-p+εi，tIi

其中yi，t=(LNM1，Ii)，M1為貨幣政策中介目標(biāo)的貨幣供應(yīng)量，Ii為固定資產(chǎn)投資額，下標(biāo)i代表各個(gè)行業(yè)， 在三個(gè)層面的VAR 模型中，i分別為1 、2 、4和3 ，Ai為系數(shù)向量，k為模型的滯后階數(shù)，εi，t為白嗓聲誤差項(xiàng)。

圖1 行業(yè)分類

2.2 數(shù)據(jù)選取

由于我國利率尚未完全自由化，利率并不能完全反應(yīng)貨幣市場的供求狀況，故選則貨幣供應(yīng)量(M1 ) 代表貨幣政策。此外，雖然以產(chǎn)出作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量更為合適，但在行業(yè)層面上僅能獲得投資數(shù)據(jù)，而投資和產(chǎn)出是密切相關(guān)的，投資的波動基本上反映了產(chǎn)出的波動情況，故選用各行業(yè)的固定投資數(shù)據(jù)I代表各個(gè)行業(yè)的產(chǎn)出情況。本文所樣本區(qū)間為2003年1月至2009年3月間的月度數(shù)據(jù)，樣本容量為75。以2002年12月為基期，各變量均為消除價(jià)格因素的實(shí)際值，價(jià)格指數(shù)為全國商品零售價(jià)格月度指數(shù)。各變量均以X-11方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并做對數(shù)轉(zhuǎn)換以避免異方差的影響，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)》和《中經(jīng)數(shù)據(jù)庫》等。 

3 VAR估計(jì)及沖擊響應(yīng)分析

在進(jìn)行VAR估計(jì)之前，為了防止謬誤回歸的出現(xiàn)，必須檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果表明以上變量大多是平穩(wěn)的，由AIC和SC準(zhǔn)則可以確定三個(gè)層面的VAR 模型滯后階數(shù)，最終模型分別表示為VARⅠ(2) 、VARⅡ(2) 、VARⅢ(2) 、VARⅣ(2)，括號內(nèi)數(shù)字即為對應(yīng)的滯后階數(shù)，分別對三個(gè)層面的VAR模型進(jìn)行OLS估計(jì)。

為了證實(shí)貨幣供應(yīng)量的變化是否會引起產(chǎn)業(yè)投資的變化，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示:

從上述檢驗(yàn)中可以看到，在我國，貨幣供給是引起我國各產(chǎn)業(yè)固定投資發(fā)生變化的原因，而固定投資的變化并不會引起貨幣供給的顯著變化。對上述三個(gè)層次的VAR模型進(jìn)行OLS估計(jì)，基于OLS估計(jì)的回歸結(jié)果，對VAR模型進(jìn)行沖擊響應(yīng)分析，考察貨幣政策對行業(yè)投資的影響。

給定變量M1一單位的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對三個(gè)層次投資做脈沖響應(yīng)，得到的的沖擊響應(yīng)值如下:

從表2的比較結(jié)果可以看出，貨幣政策的影響力在各層次的統(tǒng)計(jì)口徑下均存在較大的行業(yè)差異。

首先，從第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的沖擊響應(yīng)結(jié)果來看，貨幣政策對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)均有較高產(chǎn)業(yè)效應(yīng)，這可能是由于在市場機(jī)制下，資金的流動具有逐利性的特征，貨幣供應(yīng)量的增加大多進(jìn)入收益率高的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，從而導(dǎo)致有較高的貨幣政策靈敏度。具體來看，第二產(chǎn)業(yè)在第1個(gè)月便達(dá)到響應(yīng)峰值，投資額上升1.91%，20個(gè)月和40個(gè)月的累積響應(yīng)值分別為22.86 %和42.75 % ，響應(yīng)深度大大超出第三產(chǎn)業(yè)。

其次，從第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部來看，建筑業(yè)具有最高的貨幣政策靈敏度，在第一個(gè)月便達(dá)到響應(yīng)峰值，投資額上升9.74%，20和40個(gè)月累積響應(yīng)值分別為38.77%和49.08%，采礦業(yè)和制造也有較高的貨幣政策靈敏度，相比之下，電、燃?xì)狻⑺纳a(chǎn)和供應(yīng)的靈敏度很低，在第4個(gè)月達(dá)到響應(yīng)峰值-1.95%，20和40月的響應(yīng)累積分別僅有0.69%和0.302%。這主要是因?yàn)榻ㄖI(yè)的資金需求量大，涉及到數(shù)額龐大、結(jié)構(gòu)復(fù)雜的項(xiàng)目融資和銀行借貸等方面的金融活動，貨幣供應(yīng)量和銀行利率的輕微波動都會對建筑業(yè)的資金供給、資金成本以及市場需求產(chǎn)生重大影響，從而要求該行業(yè)必須對貨幣政策信號作出及時(shí)的響應(yīng)。而作為公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施的電、燃?xì)狻⑺纳a(chǎn)和供應(yīng)，則不會因?yàn)樨泿殴?yīng)量變化的原因發(fā)生太大的改變。

最后，第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，金融業(yè)的響應(yīng)最為顯著，不僅高于第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的其他行業(yè)，也高于第二產(chǎn)業(yè)的行業(yè)。在一個(gè)月達(dá)到響應(yīng)峰值，投資額上升14.09%，20個(gè)月和40月的累積響應(yīng)值分別達(dá)到82.73%和144.53%，房地產(chǎn)業(yè)較為不顯著。這可能是由于金融業(yè)作為貨幣政策傳導(dǎo)的主要載體，與貨幣供應(yīng)量、利率以及其他政策工具變量的關(guān)系更為密切，因而能對貨幣政策沖擊迅速作出反應(yīng)。

4 結(jié)論

本文的主要目的是研究我國貨幣政策對不同行業(yè)的產(chǎn)出效應(yīng)，為此建立了三個(gè)層次的VAR模型，對貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了詳細(xì)的實(shí)證研究，在沖擊響應(yīng)分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們得出以下兩點(diǎn)結(jié)論。

(1)貨幣供應(yīng)量沖擊對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的影響，貨幣政策具有非中性的特征。但是并沒有發(fā)現(xiàn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)反作用于貨幣供應(yīng)量的證據(jù)，在本文的樣本時(shí)段范圍內(nèi)，貨幣供給是外生于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的。

(2)貨幣政策的傳導(dǎo)效果表現(xiàn)出顯著的行業(yè)差異，行業(yè)的異質(zhì)性決定其響應(yīng)貨幣政策的多樣性。考察第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的情況，金融業(yè)具有最高的貨幣政策靈敏度。在第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，建筑業(yè)具有最高的貨幣政策靈敏度。

參考文獻(xiàn)

[1]劉玄，王劍.貨幣政策傳導(dǎo)地區(qū)差異: 實(shí)證檢驗(yàn)及政策含義[J].財(cái)經(jīng)研究，2006，(5).

[2]戴金平，金永軍，陳柳欽.貨幣政策的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)分析——基于中國貨幣政策的實(shí)證研究[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2005，(4).

[3]Ganley J1 and C1 Salmon (1997) ， The industrial impact of monetary policy shocks : Some stylized facts [R].Bank of England Working Paper No168 ， Bank of England ， London1.

[4]閆紅波，王國林.我國貨幣政策產(chǎn)業(yè)效應(yīng)的非對稱性研究——來自制造業(yè)的實(shí)證.[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，(5).

[5]萬解秋，徐濤.貨幣供給的內(nèi)生性與貨幣政策的效率[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001，(3).

[6]劉斌.貨幣政策沖擊的識別及我國貨幣政策有效性的實(shí)證分析[J].金融研究，2001，(7).